TÜRKİYE'DE YURTİÇİ YATIRIM ve YURTİÇİ
TASARRUF ORANLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ
Nasip BOLATOGLU*
ABSTRACT
If there is a strong relationship between domestic investment and domestic saving rates, the policies that stimulate domestic saving will in turn increase the growth rate, via the increase in investment. However if
there is not a strong relationship between these variables, such policies will not be so effective on the investment. Feldstein and Horioka (1980) argued that the relationship between domestic investment and domestic saving rates is related with the international capital mobility and thus caused the rise of a puzzle in the economic literature. In this study the long run relationship between domestic investment and domestic saving rates in Turkey is investigated and Pesaran et al. (200!) cointegration method is usedin the empirical analysis;
GiRiŞ
Yaklaşık son yirmibeş yılı kapsayan bir dönem içerisinde yer alan iktisat literatürü incelendiği taktirde, yurtiçi tasarruflar ile yurtiçi yatınmlar arasındaki ilişkinin ampirik boyutu üzerine yoğun bir tartışma olduğu gözlenmektedir. Zira her iki değişken arasında uzun dönemli güçlü bir ilişki varsa, tasarruflan harekete geçiren iktisadi politikalar aracılığıyla (örneğin vergi indirimine, gidilerek genişleyici bir maliye politikası yoluyla) yatırımlan artırmak mümkün olacaktır. Bu da ekonomik büyüme üzerinde olumlu etkilerde bulunacaktır. 1
• Dr., Hacettepe Üniversitesi, İktisat Bölümü Öğretim Görevlisi.
1 Schmidt (2003) tarafından da belirtildiği üzere, ikti~di politikalar aracılığıyla tasarrufların harekete geçirilmesi sonucunda yatırımların artması, yurtiçi yatırımlar ile tasarruflar arasındaki ilişkide yatırımların endojen olmasına bağlıdır. Aksi taktirde uygulanan politika yatırımlar üzerine etkin bir şekilde yansımayabilecektir.
20 ll.a---~M~a=s~W~B~o~l=a~w~ğ~fu
Ancak yatırımlar ile tasarruflar arasında güçlü bir ilişkinin varlığı durumunda
geçerliliğini koroyabilecek olan bu tür politika uygulamaları, böyle bir ilişkinin zayıf olduğu, hatta koptuğu bir durumda ise önemini yitirecektir. Nitekim literatürde yer alan tartışma konusu esas olarak iki sorunun cevaplandırılması
üzerinde odaklanmaktadır: Yurtiçi tasarruflar ile yurtiçi yatırımlar arasında uzun dönemli bir ilişki var mıdır? Eğer böyle bir ilişki varsa, ne derece güçlüdür ve iktisadi açıdan ne anlama gelmektedir?
Literatür yukarıda ele alınan sorular çerçevesinde incelendiği taktirde, bütün çalışmalarda ortak referans noktası olarak gösterilen Feldstein ve Horioka (1980) çalışmasına ulaşılmaktadır. Söz konusu çalışma yatırım-tasarruf ilişkisini ilk olarak ortaya koyması sebebiyle önem kazanmaktadır. Nitekim Feldstein ve Horioka (1980) 16 OECD ülkesine uyguladıkları ampirik analiz sonucunda, yurtiçi yatırım oranı ile yurtiçi tasarruf oranı arasında güçlü bir ilişki bulmuşlardır. Diğer bir ifadeyle, ele aldıklan OECD ülkelerinde, yurtiçi
yatırımlardaki değişimierin yurtiçi tasarruflardaki değişimlere çok duyarlı olduğu sonucuna varmışlardır. Elde ettikleri bu sonucu ise ülkeler arasında
sermaye hareketliliğinin zayıf olduğu şeklinde yorumlamışlardır. Zira kapalı bir ekonomide yatırımlar yurtiçi tasarruflar yoluyla finanse edilmek zorundadır ki, bu da değişkenler arasında güçlü bir ilişki olduğu anlamına gelmektedir. Açık
bir ekonomide ve uluslararası sermaye hareketliliğinin arttığı bir ortamda ise, bu bağ zayıf olacak, hatta kopacaktır.2
Feldstein ve Horioka (1980) tarafından ortaya koyulmuş olan bu sonuç
tartışmanın tetiklenmesine yol açmıştır. Zira iktisatçılar arasında kabul gören ortak bir görüşe göre, özellikle 1970 sonrası dönemde sanayileşmiş ülkelerin
başını çektiği birçok ülkede, yurtiçi ve uluslararası finans piyasalarında gerçekleşen düzenlemeler sonucunda finansal entegrasyon sürecinin hızlandığı
gözlenmektedir. Dolayısıyla serbest döviz kuru uygulamalarından bu yana finansal entegrasyonun yüksek olması ve giderek de artmakta olmasından dolayı, uluslararası sermaye hareketliliğinin de yüksek olduğu varsayılmaktadır.
Ancak sanayileşmiş ve gelişmekte olan birçok ülkelere, farklı birçok dönem
aralığında, değişik ekonometrik teknikler kullanılarak yapılmış olan
çalışmalarda elde edilmiş olan ampirik sonuçlar, Feldstein ve Horioka (1980)
2 Diğer bir ifadeyle, eğer sermayenin mobilite derecesi zayıfsa yurtiçi tasarrufları harekete geçiren politikalar yurtiçi yatırımları da artıracaktır. Ancak eğer sermaye
hareketliliği yüksekse, bu tür politikalar yurtiçi yatırım düzeyine çok düşük bir etki yaparak ya da herhangi bir etkide bulunmadan sermayenin uluslararası piyasalara
akışım hızlandıracaktır.
bulgularını çürütememiştir.3 İşte bu husus, literatüre "Feldstein-Horioka paradoksu" (Feldstein-Horioka puzzle) olarak geçmiştir.
Bu çalışmanın amacı, Türkiye için yurtiçi yatırım oranı ile yurtiçi tasarruf
oranı arasındaki uzun dönem ilişkisinin ampirik açıdan test edilmesidir. Bu çerçeve doğrultusunda, çalışmanın birinci bölümünde Feldstein ve Horioka (1980) çalışmasının bir özeti yapılarak Feldstein-Horioka paradoksuna kısaca değinilecektir. İkinci bölümde Türkiye için yurtiçi yatınm oranı ile yurtiçi tasarruf oranı arasındaki uzun dönemli ilişkinin bir analizi yapılacaktır. Son bölümde ise elde edilmiş olan bulgular değerlendirilecektir.
1. FELDSTEIN-HORIOKA PARADOKSU
Feldstein ve Horioka (1980) tarafından ortaya koyulan teorik yaklaşıma
göre yatınmlar ile tasarruflar arasındaki ilişkinin gücü sermaye hareketliliği
derecesinin bir göstergesidir. Feldstein ve Horioka (1980) yaklaşımını aşağıdaki
model ortaya koymaktır:
(1) Burada I yurtiçi yatırımların gayri safi yurtiçi hasılaya oranını, S yurtiçi
tasarrufların gayri safi yurtiçi hasılaya oranını temsil etmektedir. Buna göre eğer
sermayenin mobilite derecesi güçlü ise, yatırım oranı ile tasarruf oranı arasındaki uzun dönemli ilişki zayıf olacaktır. Hatta sermaye tam hareketli ise,
yatınm oranı ile tasarruf oranı arasında herhangi bir ilişki olmayacaktır. Açık
ekonomiler için geçerli olabilecek olan bu durum, yurtiçi yatınmların uluslararası sermaye piyasaları aracılığıyla finanse edilmesinin bir sonucu olarak ortaya çıkmaktadır, çünkü yurtiçi tasarruflar uluslararası düzeyde en yüksek getiriye doğru yönelecektir. Dolayısıyla da yatınmlar ile tasarruflar
arasındaki ilişki kaybolacaktır. Eğer uluslararası sermaye hareketliliği üzerinde belirgin kısıtlamalar var ise, yatırım oranı ile tasarruf oranı arasındaki ilişki
güçlü olacaktır. Hatta kapalı ekonomilerin olduğu bir ortamda, yatırım oranı ile tasarruf oranı arasında birebir ilişki söz konusu olacaktır. Sermaye
hareketliliğinin olmaması ya da zayıf olması, tasarrufların yurtiçinde
değerlendirilme zorunluluğundan dolayı, yatırım ile tasarruf arasında güçlü bir
ilişki ortaya koyacaktır.
3 Örneğin bakınız Feldstein (1983}, Murphy (1984), Penati ve Dooley (1984), Obstfeld (1986), Dooley vd. (1987), Miller (1988), Feldstein ve Bacchetta (1989), Golub (1990), Tesar (1991 ve 1993), Baxter ve Cnıcini (1993}, Bodrnan (1995), Coakley vd. (1996), Jansen (1996).
22 .II._ ________________________________________ ~M~a~s~w~B~ol~a~w~ğ~lu
Yukandaki açıklamalar ampirik çerçevede ele alınacak olursa, (1) no'lu
denklemde yer alan fJ
katsayısının tahmin değeri önem kazanmaktadır.4
Yatırım-tasarruf ilişkisi ne kadar zayıf ise, katsayı sıfır değerine o kadar yakın olacaktır. Ancak ilişki güçlendikçe katsayı 1 değerine doğru gidecektir. Nitekim Feldstein ve Horioka (1980) 16 OECD ülkesi için 1960-1974 dönemine ait regresyon analizi sonucunda,
13=1
hipotezini reddedememiştir. Diğer bir ifadeyle, yurtiçi yatırım oranı ile yurtiçi tasarruf oranı arasında güçlü bir ilişki bulmuş ve sermayenin hareketli olmadığı sonucuna varmıştır. Dolayısıyla13
katsayısı uluslararası sermaye hareketliliğinin bir ölçütü olarak yorumlanmıştır.
Feldstein ve Horioka (1980) tarafından yukarıda elde edilmiş olan bulgular ülkeler arasındaki finansal entegrasyon ve açıklık derecesi üzerine bir
tartışmanın doğmasına neden olmuştur. Zira özellikle sanayileşmiş ülkelerde sermaye piyasalannın oldukça entegre olduğu görüşü bu sonuçlara ciddi bir
şüphe ile yaklaşılmasını sağlamıştır. Böylece OECD ülkelerinin başını çektiği
birçok değişik ülke için, çeşitli dönem aralıklarında, değişik ekonometrik yöntemler kullanılarak birçok çalışma yapılmıştır.
Feldstein (1983), Feldstein ve Horioka (1980) çalışmasındaki dönem
aralığını 1960-1979 dönemine genişletiniş ve benzer sonuçlara ulaşmıştır.
Ayrıca Dooley vd. (1987) ile Feldstein ve Bacchetta (1989) hem sanayileşmiş
hem de gelişmekte olan ülkeler için yapmış oldukları analizde, yine Feldstein ve Horioka (1980) sonuçlarını destekleyen bulgular elde etınişlerdir.5 Ayrıca Murphy (1984), Obstfeld ~986), Miller (1988), Tesar (1991), Bodman (1995), Coakley vd. (1996) ve Jansen (1996) yatırım ve tasarruf oranlan arasında yine güçlü ilişki bulmuşlardır.
Literatür incelendiği taktirde çalışmalann büyük bir çoğunluğunda yatırım ve tasarruf oranları arasında güçlü ilişkiler bulunduğu gözlenmektedir.
Ancak bu şekilde elde edilmiş olan bütün sonuçlar, Feldstein ve Horioka (1980)
çalışmasını destekler anlamına gelmemektedir. Nitekim Murphy (1984), Baxter ve Crucini (1993) ve Jansen (1996), Feldstein ve Horioka (1980) çalışmasını eleştirmiş ve seriler arasında tahmin edilen korelasyonun örnek seçimine duyarlı
4 Literatürde ~ "alıkonulan tasarruf katsayısı" (saving retention coeffıcient) olarak
adlandırılmaktadır.
5 Feldstein ve Bacchetta (1989) ile Tesar (1991) 23 OECD ülkesini ele almış ve 1960~
1986 döneminin analizini yapmıştır. İki çalışma arasındaki fark ise Tesar ( 1991) net tasarruf ve yatırım oranları değerini kullanmıştır. Dooley vd. (1987) ise 1960-1980 dönemini ele almış ve analizinde dönem aralığını 1974 öncesi ve sonrası şeklinde ikiye
ayımuş tır.
olduğunu ileri sürmüşlerdir. Diğer bir ifadeyle büyük ülke etkisinden dolayı, ilişkinin güçlü çıkabileceğini vurgulamışlardır.
Murphy ( 1984), gayri safi milli hasıla bazında ele alındığında,
fJ
katsayısının ülke büyüklüğüne duyarlı olduğunu belirtmiş ve bu nedenden
dolayı Feldstein ve Horioka (1980) bulgularının genellenemez olduğunu ileri
sürmüştür. Ayrıca küçük ekonomilerio dünya faiz oranlarını ve fıyatları
etkileme gücü bulunmadığını, ancak güçlü ekonomiterin bu özelliğinin olduğunu vurgulamıştır. Dolayısıyla sermayenin tam hareketliliği durumunda bile, tasarruf yatırım ilişkisinin 1 değerine doğru yaklaşacağını ifade etmiştir.6 Nitekim yapmış olduğu analizde 17 OECD ülkesini ele almış ve bunları 1 O tane~
küçük 7 tane de büyük ülke olmak üzere iki gruba ayırmıştır. Analiz sonucunda küçük ülkelerdeki ilişkinin büyük ülkelerdekine göre daha küçük çıktığı
sonucuna varmıştır. Harberger (1980) ise güçlü ekonomilerio yatırım
projelerinin büyük bir kısmını yurtiçi tasarruflardan finanse etmekte olduğunu, dolayısıyla dışarıdan borçlanmaya çok da fazla ihtiyaç duymadığını belirtmiştir.
Ayrıca Baxter ve Crucini (1993) güçlü ekonomiterin dünya faiz oranları
üzerinde önemli bir etkiye sahip olmasından dolayı, değişkenler arasındaki
yüksek korelasyonun yüksek sermaye hareketliliği anlamına gelebileceğini
ortaya koymuştur. Bir diğer çalışmada ise Sachsida ve Caetano (2000)
fJ
katsayısının yurtiçi tasarruflar ile dış tasarruflar arasındaki ikame ilişkisini
temsil etmekte olduğunu vurgulamıştır.
Yukarıdaki tartışmalardan da görülmektedir ki, yurtiçi yatırımlar ile tasarruflar arasındaki uzun dönemli ilişkiyi temsil eden
fJ
katsayısı üzerine elde edilen sonuçlar, sermayenin uluslararası hareketliliği bağlamında, Feldstein ve HoriokaCl
980) bulgularını netleştirememiştir. Bu da literatüre Feldstein- Horioka paradoksu olarak geçmiştir. Ancak son yıllarda oldukça kabul görmekte olan yeni bir görüş ise, (1) no'lu denklemdekifJ
katsayısınınsermayenin hareketlilik derecesini değil, cari işlemler açığının sürdürülebilirliğini temsil ettiği iddiasıdır.
Tesar (1991), Husted (1992), Coakley vd. (1996), Jancen (1996), Jansen ve Schulze (1996) ve Moreno (1997) yatırımlar ile tasarruflar arasında uzun dönemli güçlü bir ilişkinin varlığının, sermayenin uluslararası hareketliliği
konusundan çok, cari işlemler açığının sürdürülebilirliği ile alakah olduğunu
ileri sürmüşlerdir. Nitekim yatırımlar ile tasarruflar arasındaki fark cari işlemler
dengesini vermektedir. Eğer her iki değişken 1(1) yapısında ise, aralarındaki farkın durağan olması, değişkenler arasında bir eşbütünleşme ilişkisini ortaya
6 Murphy (1984) Feldstein ve Horioka (1980) analizinde kullanılmış olan örnekten büyük ülkelerin çıkanlması durumunda söz konusu ilişkinin daha zayıf çıkacağını ileri
sürnıüştür. Dolayısıyla Feldstein ve Horioka (1980) çalışmasında elde edilen sonucun
düşük sermaye hareketliliğini değil, büyük ülke etkisini yansıttığını belirtmiştir.
24 -~~---~M~a~s~w~B~ol~a~w~ğ~lu
koyacaktır. Dolayısıyla yatırımlar ile tasarruflar arasındaki birim katsayılı bir
eşbütünleşme ilişkisi, cari işlemler açığının durağan olması anlamına gelecektir.
Cari işlemler açığının durağan olması ise, söz konusu açığın sürdürülebilirliğini
temsil etmektedir.
Buraya kadar özetlenmiş olan tüm görüşlerden anlaşılmaktadır ki, konunun ele alınan bütün yönlerinde ortak olan nokta
p
katsayısının anlamlılığıüzerinde yoğunlaşmaktadır.
2. AMPiRiK SONUÇLAR
Yukanda yapılmış olan açıklamalar çerçevesinde, yatınmlar ile tasarruflar arasındaki uzun dönemli ilişkinin belidenebilmesi amacıyla, (1) no'lu denklemin tahmin edilmesi gerekmektedir. Bu da yurtiçi yatınm oranı ile yurtiçi tasarruf oranı arasında bir eşbütünleşme ilişkisinin var olup olmadığının
belirlenmesi anlamına gelmektedir. Dolayısıyla bu bölümde seriler arasındaki eşbütünleşme ilişkisi araştınlacaktır. Ancak ilk olarak serilerin betimsel istatistik özellikleri incelenecektir. Ayrıca analiz 1970-2003 dönemini kapsayan
yıllık verilerle yapılacak olup, Türkiye ekonomisi için yatınm oranı ve tasarruf
oranı serileri OECD Yıllık Ulusal Hesaplar veri, tabanınından elde edilmiştir.
Gayri safi yurtiçi hasılanın bir oranı olarak yatınm ve tasarruf serilerine ait betimsel istatistikler Tablo 1 'de verilmiştir. Tablodan görüldüğü gibi, örnek dönemi boyunca yatınm oranının yıllık ortalaması 0.0307 standart sapma ile
yaklaşık 0.22 değerinde ve tasarruf oranının yıllık ortalaması 0.0363 standart sapma ile yaklaşık 0.19 değerinde gerçekleşmiştir. Standart sapma değerlerinin düşük olması, serilerin örnek döneminde fazla değişkenlik sergilemedikleri
şeklinde yorumlanabilir. Tasarruf oranı için daha belirgin olmakla beraber, serilere ait minimum ve maksimum değerler arasındaki farklılığın yüksek
olmaması da, benzer şekilde, yatınm ve tasarruf oranlan açısından çok büyük
salınımların söz konusu olmadığına dair bir gösterge niteliğindedir. Çarpıklık değerinin yatırım oranı serisi için negatif olması sola çarpık; tasarruf oranı için pozitif olması ise sağa çarpık dağılıma sahip olduklarını göstermektedir. Ancak
değerlerin sıfıra oldukça yakın olması, serilerdeki çarpıklığın belirgin olmadığı şeklinde yorumlana bilir. Basıklık değerinin yatınm oranı için 3 'ten küçük
olması, serinin kısa kuyruklu; tasarruf oranı için 3 'ten büyük olması, serinin uzun kuyruklu olduğu anlamına gelmektedir. Jarque-Bera test istatistiği ve
olasılık değerleri serllerin normal dağılımlı olduğu şeklindeki boş hipotezin
reddedilemeyeceğini göstermektedir.
Tablo 1: Serilerin Betimsel İstatistik Özellikleri
s
Ortalama 0.2185 0.1901
Medyan 0.2229 0.1891
Maksimum 0.2761 0.2885
Minimum 0.1678 0.1210
Standart sapma 0.0307 0.0363
Çarpıklık -0.2436 0.4613
Basıklık 1.9059 3.5514
Jarque-Bera 2.0321 1.6368
Olasılık 0.3620 0.4411
Yatırım ve tasarruf oranları arasındaki uzun dönemli ilişkinin var olup
olmadığının belirlenebilmesi amacıyla, serilere ilk olarak birim kök testleri
uygulanmıştır. ADF (Dickey ve Fuller, 1981), PP (Phillips ve Perron, 1988) ve KPSS (Kwiatkowski vd., 1992) tekniklerinin kullanıldığı birim kök test
sonuçları Tablo 2'de verilmiştir. Birim kök analizlerinde geleneksel olarak
kullanılmakta olan ADF ve PP testlerinin yanısıra, KPSS yönteminin de tercih
edilmiş olmasının önemli bir nedeni, her iki test için de boş hipotezlerin farklı
olmasıdır.7 Bu da test sonuçlarının güvenilirliğini artırmaktadır. Ayrıca ADF birim kök testinde parantez içerisinde yer alan ifadeler p-değerlerini
(MacKinnon, 1 994) temsil etmektedir.
Tablo 2: Yurtiçi Yatırım ve TasarrufOranları İçin Birim Kök Test
Sonuçları
Test Yöntemi• ADF' pp KPSS"
ı
s
-3.3356 (0.0781) -2.4694 (0.3400)
-3.3840 (0.0709) -2.6411 (0.2659)
0.1145 0.1017
~ı -7.3390 (0.0000) -11.4580 (0.0000) 0.4790
~s -5.6552 (o.ooooı -6.0532 (o.ooooı o.1154
ADF için eklenmiş terimierin gecikmeleri AIC kriterine göre belirlenmiştir.
•• KPSS testinde sabit ve trend değişkenler durumunda %5 ve %1 anlamlılık düzeylerindeki kritik değerler, sırasıyla 0.146 ve 0.216 dır. Sabit değişken durumunda
%5 ve %1 anlamlılık düzeylerindeki kritik değerler, sırasıyla 0.463 ve 0.739 dur.
• Serilerin birim kök testlerinde sabit ve trend değişkenler kullanılmıştır.
Farkların birim kök testlerinde sabit değişken kullanılmıştır.
7 ADF için boş hipotez, H0: Seri birim kök içermektedir ve KPSS için boş hipotez, H0:
Seri durağandır şeklindedir.
26 II . ._ ________________________________________ ~M~a~s~w~B~o~l~a~w~ğ~m
Tablo 2 'nin ilk iki satırı incelenecek olursa, gerek yatırım oranı gerekse de tasarruf oranı için ADF ve PP testlerinde birim kökün reddedilemediği
görülmektedir. Ancak yatınm oranı için her iki testte de elde edilen sonuçların
kritik değerlere yakın olduğu gözlenmektedir. Bununla birlikte KPSS testinde her iki seri için de durağanlığın reddedilemediği görülmektedir. Dolayısıyla da serilerin birim kök taşıyıp taşımadığı belirsizlik içermektedir.
Tablo 2'nin son iki satırı incelenecek olursa, gerek yatırım oranının
birinci farkı gerekse de tasarruf oranının birinci farkı için ADF ve PP testlerinde birim kökün reddedildiği görülmektedir. Ayrıca tasarruf oranının birinci farkı
için, KPSS testinde durağanlığın reddedilemediği görülmektedir. Dolayısıyla
tasarruf oranının birinci farkının durağan olduğu sonucuna ulaşılmaktadır.
Ancak yatırım oranının birinci farkı için %5 anlamlılık düzeyindeki test
sonuçları yine bir belirsizlik içermektedir. Nitekim ADF ve PP testlerinde birim kökün reddedilmesine rağmen, KPSS testinde %5 anlamlılık düzeyi için
durağanlığın reddedildi ği, %1 anlamlılık düzeyi ıçın durağanlığın reddedilemediği gözlenmektedir. Bununla birlikte yatırım oranının birinci farkı
için KPSS testinde elde edilmiş olan sonucun %5 anlamlılık düzeyindeki kritik
değere çok yakın olduğu görülmektedir. Her ne kadar yatırım oranının birinci
farkının birim kök taşıyıp taşımadığı belirsizlik içerse de, söz konusu serinin
durağan olduğu kabulünü yapmak da mümkün gözükmektedir. '
Yukarıdaki açıklamalardan da anlaşılacağı üzere, birim kök testleri
sonrasında her iki serinin yapısı hakkında kesin bir sonuç ortaya koymak mümkün gözükmemektedİr. Ancak Tablo 2 tekrar incelenecek olursa, gerek
yatırım oranı gerekse de tasarruf oranı serilerinin yapılan testlere aynı doğrultuda cevap verdiği sonucunu çıkarmak mümkündür. Diğer bir ifadeyle, her iki seri için de ADF ve PP testlerinde birim kök, KPSS testinde ise
durağanlık reddedilememektedir. Bu durum her iki serinin de ya I(O) ya da I(l)
yapısında olduğu yorumunu yapmayı mümkün kılmaktadır. Dolayısıyla bu durum bir aşama daha ileri giderek, Engle ve Granger (1987) iki aşamalı
eşbütünleşme testini uygulamayı mümkün kılmaktadır.8
8 Yatırım ve tasarruf değişkenlerinin GSMH'ye oranlarının birim kök test sonuçları söz konusu yorumları değiştirmemektedir. Nitekim GSMH'ye oranların test sonuçları I için ADF: -3.3728 (0.0725), PP: -3.4250 (0.0652), KPSS: 0.1182; S için ADF: -2.4602 (0.3443), PP: -2.6350 (0.2684), KPSS: O. 1038; lll için ADF: -7.3492 (0.0000), PP: - 12.3145 (0.0000), KPSS: 0.5000; llS için ADF: -5.6621 (0.0000), PP: -6.0528 (0.0000), KPSS: 0.1143 şeklinde elde edilmiştir.
Tablo 3: Engle-Granger Eşbütünleşme Test Sonuçları
Bağımlı Değişken• ADF' pp KPSS ..
. -4.1772 (0.0123) -3.9304 (0.0218) 0.0862
s
-2.9524 (0.1602) -2.9887 (0.1503) 0.0854" ADF için eklenmiş terimierin gecikmeleri AIC kriterine göre belirlenmiştir.
•• KPSS için %5 ve %ı anlamlılık düzeylerinde kritik değerler, sırasıyla O. ı 46 ve
0.2ı6 dır.
• Her iki testte de sabit ve trend değişkenler kullanılmıştır.
Engle-Granger eşbütünleşme test sonuçları Tablo 3'de verilmiştir. Tablo 3 'ün ilk satırı incelenecek olursa, yatırım oranı bağımlı değişken alındığında,
hata terimlerine uygulanan ADF ve PP testlerinde birim kökün reddedildiği,
bunun yanında KPSS testinde durağanlığın reddedilemediği görülmektedir.
Dolayısıyla yatırım oranı bağımlı değişken iken, hata terimlerinin durağan olduğu sonucuna ulaşılmaktadır.
Tablo 3 'ün ikinci satırı incelenecek olursa, tasarruf oranı bağımlı değişken alındığında, ADF ve PP testlerinde birim kökün reddedilemediği,
KPSS testinde ise durağanlığın reddedilemediği görülmektedir. Dolayısıyla
tasarruf oranı bağımlı değişken iken, hata terimlerinin birim kök taşıyıp
taşımadığı yine bir belirsizlik içermektedir.
Görülmektedir ki, gerek birim kök testleri sonucunda gerekse de Engle- Granger iki aşamalı eşbütünleşme testi sonucunda yukarıda çıkan belirsizlikler, bu aşamadan sonra seriler arasındaki eşbütünleşme ilişkisinin geleneksel yöntemlerle analizini imkansız hale getirmektedir.9 Zira değişkenierin l(l) ya da I(O) yapısında olup olmadığının kesin olarak belirlenemediği bir ortamda bu tür yöntemleri uygulamak hatalı sonuçlar ortaya koyabilecektir. 10 Ancak Pesaran vd. (200 1) tarafından geliştirilmiş olan yeni bir yöntem bu tür belirsizlik
ortamında dahi seriler arasındaki uzun dönemli ilişkinin test edilebilmesini
9 Yatırım ve tasarruf değişkenlerinin GSMH'ye oranlarının Engle-Granger test sonuçları söz konusu yorumları değiştirmemektedir. Nitekim GSMH'ye oranların test sonuçları yatırım oranı bağımlı değişken alındığında ADF: -4.2384 (O.Oı06), PP: -4.0133 (0.0180), KPSS: 0.0933; tasarruf oranı bağımlı değişken alındığında ADF: -2.9372 (0.1645), PP: -2.9760 (0.1537), KPSS: 0.0869 şeklinde elde edilmiştir.
10 Örneğin Johansen (199ı) eşbütünleşme testi değişkenierin I(l) yapısında olmasını gerektirmektedir.
2811
·---~M~a~s~m~B~o~l~a~w~ğ~lu
mümkün kılmakta ve yatırım oranı ile tasarruf oranı arasındaki eşbütünleşme
analizinin yapılabilmesi için ideal bir ortam oluşturmaktadır. 11
Pesaran eşbütünleşme yönteminin önemli bir özelliği, analizde ele alınan değişkenierin I(l) ya da I(O) yapısında olup olmadığını hesaba katmadan,
değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığının test edilebilmesidir.
Pesaran eşbütünleşme yöntemi
p-1 p-1
Mı
=
ao +aıt+ Pılı-ı + PıSı-ı + Llf'iMı-i + LtPiô.Sı-i +u ı (2)i=l i=O
şeklindeki hata düzeltme modelinin tahminine ve değişkenierin gecikme seviyelerinin anlamlı olup olmadığının test edilmesine dayanmaktadır. Yöntem iki temel aşamadan oluşmaktadır.
Birinci aşama (2) no'lu denklemde yer alan fark değişkenlerinin
maksimum gecikme değerlerinin doğru bir şekilde belirlenmesinden
oluşmaktadır. Nitekim çalışmamızda. AIC ve SBC değerlerinin belirlenmesinin
yanında, seri otokorelasyon için yapılan LM testleri sonucundap değeri 1 olarak
belirlenmiştir.
İkinci aşama ise F vet istatistiklerini kapsamaktadır. F istatistiği (2) no'lu modele dahil edilmiş olan değişkenierin gecikmelerinin anlamlılığını test etmektedir. Daha genel anlamda ise, değişkenler arasında eşbütünleşme olup
olmadığının belirlenınesini içermektedir. Ancak F istatistiğine ait olan
"değişkenler arasında hiçbir seviye ilişkisi yoktur" boş hipotezinde elde edilen sonuçlar standart değildir. Bu amaçla Pesaran ve diğerleri (2001) F istatistiği
için asimtotik kritik değer sınırları belirlemiştir.12 Eğer istatistik sonuçları üst kritik değer sınırını geçerse, değişkenler arasında (1) no'lu eşitlikteki gibi, uzun dönemli bir ilişki olduğu sonucuna varılmaktadır. Ancak eğer istatistik
sonuçları alt kritik değer sınırının altındaysa, eşbütünleşme yoktur boş hipotezi reddedilememektedir. t istatistiği ise endojen değişkenin gecikmesinin
anlamlılığını test etmekte olup, Banerjee vd. (1998) yöntemine uygunluğu açısından önerilmiştir. Ancak F istatistik sonuçlarında olduğu gibi, t istatistik
sonuçları da standart değildir. Bu amaçla Pesaran eşbütünleşme yönteminde t istatistiği için de ayrıca asimtotik kritik değer sınırları belirlenmiştir.13
11 Çalışmamn bu aşamasından itibaren Pesaran vd. (200 1) tarafından ortaya koyulmuş olan test yöntemi "Pesaran eşbütünleşme yöntemi" olarak adlandırılacaktır.
12 F istatistiğinin kritik değer sırurları için bakımz Pesaran vd. (2001) Tablo CI.
13 t istatistiğinin kritik değer sınırları için bakınız Pesaran vd. (200 1) Tablo Cil.
Pesaran eşbütünleşme yöntemi test sonuçları Tablo 4'de verilmiştir.
Tablo 4 'ün ilk sütunu incelenecek olursa, yatırım oranı ile tasarruf oranı arasında eşbütünleşmenin olmadığı hipotezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilmektedir. Ayrıca ikinci sütunda yer alan t istatistiği F istatistik sonucunu destekler nitelikte çıkmıştır. Zira ~1=0 boş hipotezi %5 anlamlılık
düzeyinde reddedilmektedir. Dolayısıyla değişkenler arasında (1) no 'lu
eşitlikteki gibi uzun dönemli bir ilişkinin var olduğu sonucuna ulaşılmaktadır.
Katsayılar tahmin edilmiş ve Tablo 4 'ün son iki sütununda verilmiştir.
Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi temsil eden
fJ
katsayısının tahmin değeri ise 0.52 olarak belirlenmiştir. 14 Bu bulgunun Türkiye ekonomisiaçısından önem taşıyan iki boyutu bulunmaktadır. Birincisi yurtiçi tasarrufların
yurtiçi yatırımlar üzerinde uzun dönemli bir etkisinin varlığının tespit edilmiş olmasıdır. İkincisi ise, söz konusu değişkenler arasındaki ilişkinin, "sermaye
hareketliliğinin bulunmadığı" sonucuna ulaşılmasını anlamlı olmaktan
çıkaracak derecede zayıf olmasıdır. Dolayısıyla: Türkiye'de yurtiçi yatırımlar bir ölçüde yurtiçi tasarruftarla finanse edilmekteyse de, yabancı tasarruflara da ihtiyaç duyulduğu söylenebilir.
Tablo 4: Pesaran Eşbütünleşme Yöntemi Test Sonuçlarıa F-istatistiğib ı -istatistiğic
8.4687 -4.0718 0.12 (0.0229) 0.52 (0.1184)
a Testlere sabit ve trend değişkenler dahil edilmiştir. Parantez içerisindeki ifadeler standart hatalan temsil etmektedir.
b F istatistiği için %5 ve %1 anlamlılık düzeylerinde üst kritik değerler, sırasıyla 7.30 ve 9.63 tür.
ct istatistiği için %5 ve %1 anlamlılık düzeylerinde üst kritik değerler, sırasıyla-
3.69 ve -4.26 dır.
SONUÇ
Çalışmada Türkiye için yurtiçi yatırım oranı ile yurtiçi tasarruf 0ranı arasında, Feldstein ve Horioka (1980) bulgularıyla tutarlı biçimd.e, uzun dönemli bir ilişkinin var olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Ancak yapılan analiz sonucunda söz konusu ilişkinin birebir olmadığı bulunmuştur. Türkiye'nin özellikle 1980 sonrası dönemde, finansal serbestleşme yoluyla uluslararası
14 Yatırım ve tasarruf değişkenlerinin GSMH'ye oranlarının Pesaran eşbütünleşme test sonuçlan söz konusu yorumları değiştirırıemektedir. Nitekim GSMH'ye orarıJ.arın test sonuçları F-istatistiği: 8.6033, t-istatistiği: -4.1219,
a
= 0.1171 (0.0228), ~ = 0.53 (0.1193) şeklinde elde edilmiştir.30
.II._ __________________________________________ ~M~a~s~~~B~o~la~w~g~~z~u
entegrasyona hızla dahil olma süreemın yanında, gelişmekte olan bir ülke konumunda olması, söz konusu değişkenler arasında büyük ülke ekonomilerine nazaran daha zayıfbir ilişkinin ortaya çıkmasına neden olmuştur.
Yurtiçi tasarruf ve yurtiçi yatınm ilişkisinin birebir çıkmamış olması,
Feldstein ve Horioka (1980) tarafından sermaye hareketliliğine ilişkin bir ölçüt olarak ortaya atılan "alıkonulan tasarruf katsayısı"nın Türkiye ekonomisindeki
gelişmeleri açıklama gücüne sahip olduğu şeklinde yorumlanabilir. Sermaye hareketlerine açık bir ekonomi olması nedeniyle, Türkiye için yurtiçi
tasarrufların yurtiçi yatırımlar üzerinde bağlayıcı bir kısıt olmamasının önemli
bazı politika implikasyonları bulunmaktadır. Bunlardan en önemlisi, yurtiçi tasarruf oranını artırmaya yönelik politika önlemlerinin yurtiçi yatırımlar
üzerinde yaratacağı etkinin, ilişkinin birebir bulunmuş olması halinde beklenecek etkiden daha zayıf olmasıdır.
KAYNAKÇA
Banerjee, A.J. Dolado, J. veR. Mestre (1998), "Error-Conection Mechanism Tests for Cointegration in Single-Equation Framework", Journal of Time Series Analysis, 19, 267-283.
Baxter, M. ve M.J. Crucini (1993), "Explaining Saving-Investrnent Correlations", American Economic Review, 83, 360-387.
Bodrnan, P.M. (1995), "National Saving and Domestic Investment in the Long Term:
Some Time Series Evidence from the OECD", International Economic Journal, 9, 37-60.
Coakley, J., Kulasi, F. ve R. Smith (1996), "Current Account Solvency and the Feldstein-Horioka Puzzle", The Economic Journal, 106, 620-627.
Dickey, D.A. ve W.A. Fuller (1981), "Likelihood Ratio Tests for Autoregressive Time Series with a Unit Root", Econometrica, 49, 1057-72.
Dooley, M., Frankel, J. ve D.J. Mathieson (1987), "International Capital Mobility: What Do Saving-Investment Correlation Tell Us?", IMF Staff Papers, 34, 503-529.
Engle, R.F. ve C.W. Granger (1987), "Cointegration and Fm·' (',ınectinıı·
Representation, Estimation and Testing", Econometrica, 55. 2.:' l- -;-,:.
Feldstein, M. (1983), "Domestic Saving and International Capitai \io\'l'Pl•'rıt< iıı ılı,·
Long Run and in the Short Run", European Economic Rcvinı, 21. 129-J :51.
Feldstein, M. ve C. Horioka (1980), "Domestic Saving and lntcmıtio'1oi Capital Flows", Economic Journal, 90, 314-329.
Feldstein, M. ve P. Bacchetta (1989), "National Savings and International Investrnent", NBER Working Paper, No: 3164.
Golub, S.S. (1990), "International Capital Mobility: Net versus Gross Stocks and Flows", Journal of International Money and Finance, 9, 424-439.
Harberger, A. (1980), "Vignettes on the World Capital Market", American Economic Review, 70, 331-337.
Husted, S. (1992), "The Emergent US Current Account deficit in the 1980s: A
Coıntegration Analysis", The Review of Economıcs and Stutisı;._"', 74, i.:i'J-165.
Jansen, W.J. (1996), "Estimating Saving-Investment Correlations: Evidence for OECD Countries Based on an Error-Correction Model", Journal of International Money and Finance, 15,749-781.
Jansen, W.J. ve G.G. Schulze (1996), "Theory-Based Measurement of the Saving- Investment Correlation with an Application to Norway", Economic Inquiry, 34,
116-132.
Johansen, S. "Estimation and Hypothesis Testing of Cointegrating Vedors in Gaussian V ector Autoregressive Models", Econometrica, 59, 1551-1580.
Kwiatkowski, D., Phillips, P.C.B., Schmidt, P. ve Y. Shin (1992), "Testing the Null Hypothesis of Stationary Against the Altemative of a Unit Root", Journal of Econometrics, 54, 159-78.
Mackinnon, J.G. (1994), "Approxirnate Asymptotic Distribution Functions for Unit- Root and Cointegration Tests", Journal of Business and Economic Statistics, 12, 167-76.
Miller, S.M. (1988), "Are Saving and Investment Cointegrated?", Economic Letters, 27, 31-34.
Moreno, R. (1997), "Saving-lnvestment Dynamics and Capital Mobility in the US and Japan", Journal of International Money and Finance, 16, 837-863.
Murphy, R.G. (1984), "Capital Mobility and the Relationship Between Saving and Investment in OECD Countries", Journal of International Money and Finance, 3, 327-342.
Obstfeld, M. (1986), "Capital Mobility in the World Economy: Theory and Measurement", Carnegie-Rochester Conferen ' 7eries on Public Policy, 24, 55- 104.
Penati, A. ve M. Dooley (1984), "Current Accuunt ı :~ıbalances and Capital Formation in Industrialised Countries, 1949-81", IMF 'ı'l!llt Papers, 31, 1-24.
Pesaran, M.H., Shin, Y. ve R.J. Smith (2001 1. ·d,·:•: T''Sting Approaches to the Analysis ofLevel Relationships", Journal ·r 1o1; 1;c,mometrics, 16, 289-326.
Phillips, P. ve P. Perron (1988), "Testing forallnit Rl'·C· ı·ı Time Series Regression", Biometrica, 75, 335-46.
Sachsida, A. ve M. Caetano (2000), "The Feldste;n-Horioka Puzzle Revisited", Economics Letters, 68, 85-88.
Schmidt, M.B. (2003), "Savings and Investment in Australir', Applied Economics, 35, 99-106.
32 .II._ ________________________________________ ~N.~a~s~w~B~ol~a~w~ğ~lu
Tesar, L. (1991), "Savings, Investment and International Capital Flows", Journal of International Economics, 31,55-78.
Tesar, L. (1993), "International Risk-Sharing and Non-Traded Goods", Journal of International Economics, 35, 69-89.
